中国人民大学学报2011年第3期JOURNALOFRENMINUNIVERSITYOFCHINANo 3 2011ֹٚᆟکᆦԛܿଆ、ᆦԛࢲܒათࣜ࠶൬৻贾俊雪 余芽芳 刘 静[ᅋေ] 运用静态面板数据模型、动态空间面板数据模型和广义矩估计的方法,就1985 2009年间我国省级地方政府支出规模与结构对区域经济增长与收敛影响的分析表明:在控制了地区经济增长的路径依赖以及空间相关性后,地方政府支出规模对区域经济增长不具有显著影响,但显著促进了区域经济收敛,农业支出比重提高对区域经济增长与收敛均具有显著的促进作用,文教科卫支出比重提高同样有助于区域经济增长与收敛但影响并不显著,社会保障支出和行政管理支出比重提高则不利于区域经济增长与收敛但影响同样并不显著,地方政府支出规模与结构对区域经济增长与收敛的影响具有明显的跨时和跨地区差异。[ܱՍ] 地方政府支出规模;地方政府支出结构;经济收敛[ቔᆀࡥࢺ] 贾俊雪:经济学博士,中国人民大学中国财政金融政策研究中心副教授;余芽芳:中国人民大学汉青经济与金融高级研究院硕士研究生;刘静:经济学博士,中国人民大学汉青经济与金融高级研究院讲师(北京100872)本、劳动力和人力资本在区域间的流动和配置、၂、ႄ市场化和城市化进程以及农村工业化发展水平是我国区域间经济差异变动趋势的主要推动力。[3]徐改革开放以来,我国经济一直保持着持续高现祥、舒元详细考察了物质资本、人力资本、技速增长的态势,但与此同时,区域间经济增长的术进步和技术转移的影响,认为物质资本主导着差异性也呈现出不断扩大的趋势,并日益成为制我国区域经济的趋同与差异。[4]郭庆旺、贾俊雪利约我国长期可持续发展的一个重要因素[1]。因用趋同核算分析框架考察了各种因素对我国区域此,深刻揭示区域经济增长差异的主要成因,从经济趋同与差异的贡献,认为引发区域经济差异而明确区域经济发展战略的着力点,更好地促进增大的主要因素为劳动力市场表现、物质资本投区域经济协调发展,就成为我国政界和学术界关资和人力资本投资,资本边际收益递减和技术扩注的一个重要问题。散引发的趋同效应有助于促进区域经济差异林毅夫、刘培林在考察经济发展战略对劳均缩小。[5]资本积累、技术进步进而对区域经济收敛影响的上述研究有助于澄清导致我国区域经济增长基础上指出,经济发展战略对我国区域经济增长差异的主要动因,但令人遗憾的是,这些研究都差异的影响至关重要。[2]王小鲁、樊纲则认为,资忽略了地方政府行为在其中发挥的重要作用。改[ࠎࣁཛଢ] 国家社会科学基金重点项目(10AJY012);高等学校全国优秀博士学位论文作者专项资金资助项目(200904);中国人民大学科学研究基金项目(中央高校基本科研业务费专项资金资助)(10XNJ001) 104
革开放以来,伴随着我国财政分权化改革的逐步风俗习惯等存在着较大差异,这些难以准确度深入,地方政府在政府纵向结构中的地位和作用量的因素会对区域经济增长产生不同程度的影日益增强(2009年地方财政支出占财政总支出响。为了校正这种异质性带来的估算偏误,本的比重达到80 1%),成为地区经济乃至全国经文在萨拉-伊-马丁(Sala--iMartin[12])以及郭庆济发展的一个重要推动力量。[6]但另一方面,不旺、贾俊雪[13]研究的基础上构建如下形式的固合理的分权水平以及过分强调GDP的干部考核定效应面板数据模型:和选拔体系也导致地方政府行为极度扭曲,成为 git= Ln(yit)+ Lgit+ Lgit Ln(yit)目前我国诸多经济问题的重要根源。[7]事实上,+ Xit+ i+ t+ it(1)王永钦等认为,我国的财政分权化改革总体上强其中,git为实际人均GDP的五年移动平均增长化了地区间竞争,且由于东部地区较中西部地区率,yit为期初实际人均GDP,参数 捕捉了经济在资源禀赋、地理环境和财力上有着更为明显的收敛情况: <0意味着区域经济为收敛的,否则优势,因而从中获取了更大的增长绩效。[8]张晏为发散的。Lgit为地方政府支出变量,我们不仅和龚六堂对我国财政分权与经济增长关系的实证考虑了地方政府支出规模(用财政支出比率即财研究也发现,较中西部地区而言,东部地区更能政支出占GDP的比值度量),还特别考虑了地方获得财政分权的积极效应,这加剧了地区差政府支出结构,用农业支出、文教科卫支出、社距。[9]不过,这些研究并没有明确给出关于地方会保障支出和行政管理支出占财政总支出的比重政府行为在其中发挥作用的具体经验证据。加以度量。同时,引入地方政府支出变量与期初本文以1985 2009年间省级面板数据为基实际人均产出的交互项[Lgit Ln(yit)]以捕础,系统考察地方政府支出规模与结构对区域经捉地方政府支出行为对区域经济收敛的影响。若济增长与收敛的影响,深刻揭示地方政府在我国交互项的回归系数为负,表明地方政府支出行为经济协调发展中的重要作用。本文不仅估算了一有助于区域经济收敛,反之则不利于区域经济收个静态面板数据模型,而且考虑到地区经济增长敛。Xit为控制变量, i为个体效应, t为时间可能具有较强的路径依赖和空间相关性,还特别效应, it为误差项。估算了一个动态空间面板数据模型。为了更好地对于控制变量Xit,依据已有文献与中国现校正内生性问题以增强本文研究结论的准确性,实,我们主要考虑如下变量:(1)物质资本投资我们分别利用异方差和自相关有效的两步广义矩比率即省份固定资产投资占GDP的比值;(2)人估计(HAC-GMM)以及阿雷拉诺、博韦尔力资本投资,用普通初、高等学校在校生人数占(ArellanoandB[10]over)和布伦德尔、邦德(Blun-劳动力人数比重加以度量;(3)所有制结构,用dellandBond[11])提出的系统广义矩估计(System国有单位职工数占劳动人数的比重加以度量;(4)GMM)方法估算了静态面板数据模型和动态空经济开放度,用进出口总额占GDP的比值加以度间面板数据模型。此外,为了深入揭示不同地区量;(5)工业化程度,用工业增加值占GDP的比地方政府的行为差异以及1994年分税制改革的值加以刻画;(6)劳动力变量,用劳动力人数占影响,我们还特别考察了地方政府支出规模与结人口总数的比值加以刻画,以反映劳动力市场表构区域经济收敛效应的跨地区和跨时差异。现包括就业率、劳动参与率变化的影响。(1)式给出的固定效应面板数据模型是一个ؽ、࠹ਈଆഡקࠣඔऌ૭ඍ静态模型(记作模型1),但现实经济增长是一个动态过程,不仅取决于当前因素,还与过去因素本节首先依据已有理论文献与中国现实给出有关。这意味着静态模型可能存在着动态数据结计量模型设定,然后对本文使用的数据进行简要构引发的内生性问题,从而导致参数估计的有偏统计描述。和非一致性[14][15]。而且,资源流动和贸易交往也(၂)࠹ਈଆഡק会导致地区经济增长具有很强的相互影响,这种考虑到我国各地区的地理环境、资源禀赋、空间相关性同样会因内生性问题而导致估算结果有 105
偏。为了更好地校正内生性问题,我们进一步考虑权重设为1,否则为0,在具体估算过程中,将如下形式的动态空间面板数据模型(记作模型2):空间权矩阵进行标准化处理,使得矩阵每行元素 git= git-1+ Wgit+ Ln(yit)+ Lgit+的总和等于1。 Lgit Ln(yit)+ Xit+ i+ t+ it(ؽ)ඔऌ૭ඍ(2)本文使用的是1985 2009年间我国29个省其中,W为空间权重矩阵,采用地理相邻空间份的面板数据。 数据主要来源于 新中国六十权矩阵设定,即依据两个省份是否有共同边界来年统计资料汇编 和历年 中国统计年鉴 。表设定:第i个省份和第j个省份若有共同边界则1给出主要经济变量的统计性描述。і1ᇶေࣜ࠶эਈ֥࠹૭ඍ1985 2009年1985 1993年1994 2009年变量全部东部中部西部全部东部中部西部全部东部中部西部人均产出增长率0 090 090 080 080 060 070 050 050 110 100 110 11(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 02)(0 03)(0 01)(0 02)(0 02)(0 01)(0 001)(0 02)地方财政支出0 170 180 120 180 170 180 120 190 160 170 110 17比率(0 15)(0 23)(0 02)(0 05)(0 16)(0 26)(0 02)(0 05)(0 14)(0 22)(0 01)(0 05)农业支出比重0 070 050 070 100 080 060 070 120 070 050 060 08(0 03)(0 03)(0 02)(0 001)(0 03)(0 03)(0 01)(0 01)(0 02)(0 02)(0 02)(0 01)文教科卫支出0 230 230 240 240 240 230 250 250 230 230 240 23比重(0 04)(0 07)(0 02)(0 02)(0 05)(0 07)(0 02)(0 02)(0 05)(0 07)(0 01)(0 02)社会保障支出0 060 040 080 050 050 020 080 030 070 040 080 05比重(0 03)(0 04)(0 02)(0 02)(0 05)(0 01)(0 08)(0 01)(0 03)(0 04)(0 01)(0 02)行政管理支出0 110 080 110 130 100 070 110 120 110 080 100 13比重(0 04)(0 04)(0 02)(0 04)(0 03)(0 04)(0 02)(0 02)(0 04)(0 04)(0 10)(0 05)物质资本投资0 350 360 290 360 290 320 250 290 410 380 330 41比率(0 05)(0 04)(0 02)(0 07)(0 06)(0 05)(0 25)(0 07)(0 06)(0 05)(0 03)(0 08)人力资本投资0 040 050 050 040 010 020 010 010 080 070 070 05(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 01)(0 02)(0 02)(0 02)(0 02)劳动力变量0 130 170 120 100 160 200 130 120 110 150 100 09(0 07)(0 09)(0 04)(0 03)(0 09)(0 12)(0 06)(0 04)(0 06)(0 08)(0 03)(0 03)国有企业职工0 700 640 730 790 750 710 750 810 680 610 720 78比重(0 09)(0 09)(0 04)(0 05)(0 08)(0 08)(0 03)(0 08)(0 11)(0 10)(0 04)(0 04)工业化程度0 370 410 370 320 370 410 370 310 380 400 370 33(0 08)(0 10)(0 06)(0 03)(0 09)(0 13)(0 06)(0 03)(0 07)(0 10)(0 07)(0 03)经济开放度0 250 500 080 080 210 450 070 060 270 540 090 09(0 37)(0 51)(0 02)(0 03)(0 48)(0 74)(0 02)(0 02)(0 34)(0 41)(0 03)(0 03)注:括号内的数值代表标准差,其他的为均值。 我国目前除港、澳、台外共31个省份,由于重庆成为直辖市时间较短,我们将重庆市的数据加入四川省来考虑。此外,由于数据问题,我们也没有考虑西藏自治区。这样,我们主要考虑29个省份。其中东部省份包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南;中部省份包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部省份包括内蒙古、四川、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。 106
由表1可以看出,一方面,在整个样本期内,我国地区经济呈现出较快的增长势头,但也、ൌᆣࢲݔ存在着较为明显的差异性,体现在人均产出增长率均值为9%,标准差为1%。其中,东部地区本节首先给出静态模型的估算结果,然后给增长最快,中西部地区增长及其差异性较为接出动态空间面板数据模型的估算结果(见表2),近。具体到不同时期,情况有所不同:1985 并依据这些结果考察地方政府支出规模与结构对1993年即财政承包制期间,地区经济增长较慢我国区域经济增长和收敛的影响。且差异性较大;1994年分税制改革以来则呈现(၂)࣡ଆܙෘࢲݔ加速增长态势,中西部地区增长较快但差异性也表2中的模型1a和1b给出了地方政府支出较为突出。另一方面,我国地方政府支出规模呈规模经济收敛效应的静态模型估算结果。其中,现出较大的地区差异性(地方财政支出比率的样模型1a是为了校正省份异质性带来的估算偏误本均值为0 17,标准差为0 15),其中中部地区而采取的固定效应模型。但个体和时间固定效应政府支出规模较小;文教科卫支出比重最高,行的引入并不能完全解决内生性问题。原因在于,政管理支出比重次之,农业支出和社会保障支出样本期内一些地区异质性因素也会发生明显改比重较小。东、中、西部地区以及不同的子样本变,因此,估算结果可能会因遗漏变量问题而存期内,地方政府支出规模与结构有所不同,但整在明显偏差。为此,本文采用工具变量法进一步体格局并未发生根本性变化。校正内生性问题。模型1b给出相应的HAC-接下来的问题是,我国地方政府支出规模与GMM估算结果,其中物质资本投资比率、人力结构对地区经济增长与收敛会产生怎样的影响?资本投资、劳动力变量、工业化程度、经济开放这些影响的程度有多大?本文不仅要澄清这些影度和地方财政支出比率及其与期初人均产出的交响,更为重要的是试图从中观察出我国地方政府互项设定为内生变量,并以这些变量的滞后1期财政支出行为是否科学合理,进而提出改革作为工具变量。由Hansen过度识别检验可知,建议。我们构造的工具变量总体上是有效的。і2ֹٚᆟکᆦԛܿଆაࢲܒࣜ࠶൬৻ྟིႋ֥ܙෘࢲݔ静态模型估算结果动态空间模型估算结果解释变量模型1a模型1b模型1c模型1d模型2a模型2b(固定效应)(HAC-GMM)(固定效应)(HAC-GMM)(系统GMM)(系统GMM)常数项1 070 9970 4950 542 ***(0 079)(0 136***)(0 038***)(0 062***)0 646L 因变量0 728 (0 021***)(0 028***)因变量的空间滞后项0 1330 032 (0 022***)(0 021)期初人均产出-0 12-0 119-0 120-0 122-0 061-0 0680***(取对数)(0 010***)(0 01)20****(0 017***)(0 0)(0 005**)(0 01***)财政支出比率0 130 1960 049 (0 084)(0 099**)(0 037)财政支出比率 人均-0 02-0 026-0 008产出 **(0 009)(0 010***)(0 004**) 107
续前表静态模型估算结果动态空间模型估算结果解释变量模型1a模型1b模型1c模型1d模型2a模型2b(固定效应)(HAC-GMM)(固定效应)(HAC-GMM)(系统GMM)(系统GMM)农业支出比重0 467-0 0340 617 (0 815)(1 124)(0 356*)文教科卫支出比重0 7650 9490 043 (0 364**)(0 459**)(0 161)社会保障支出比重0 2690 853-0 242 (0 569)(0 959)(0 248)行政管理支出比重-1 034-1 266-0 236 (0 435**)(0 611**)(0 191)农业支出比重 期初-0 087-0 022-0 092人均产出 (0 106*)(0 145)(0 046*)文教科卫支出比重 -0 092-0 127-0 002期初人均产出 *(0 047)(0 066*)(0 021)社会保障支出比重 -0 026-0 1040 039期初人均产出 (0 074)(0 128)(0 032)行政管理支出比重 011400118301033期初人均产出)))*(01056**)(01089*)(01025)物质资本投资比率01100109601141011240101801037**(01011***)(01011**)(01015***)(01023**)(01005***)(01008***)国有单位职工比重-0100-0100001000-01060-01016-01024(01018)(01019)(01029)(01057)(01008**)(01013*)经济开放度-0101-01014-01008-01042-01003-01004(01004**)(01007**)(01004*)02**)(01002**(01035)(010)工业化程度01030101701108012040104401058******(01029)(01035)(01040)(01062***)(01013)(01017***)劳动力变量-0105-01039-01163-0136601033-01010(01037)(01042)(01111)(01294)(01017**)(01049)人力资本投资01140114901054011660108001031*(01044**)(01047***)(01052)(01124)(01019***)(01023)Arellano-BondAR(1)检验))))-5195***-3152***Arellano-BondAR(2)检验))))-0167-1113Hansen过度识别检验)8618)111177711941810样本数493403315315493318注*:、**和***分别表示在10%、5%和1%的置信度上显著,括号中的数值为标准差,模型2a和2b中的标准差为Robust标准差,/)0表示模型不包含该变量,L1为1阶滞后算子。)108)
对比模型1a和1b可以看出,当利用工具变长具有正向空间外溢效应但显著性不够稳健,体量法校正了解释变量可能存在的内生性后,估算现在因变量空间滞后项的回归系数为正值,但在结果出现了较为明显的变化。事实上,模型1b模型2b中不具有统计显著性。物质资本投资以的估算结果表明,1985)2009年间,我国区域及市场化和工业化进程对区域经济增长具有显著经济存在着较为明显的收敛性,体现在期初人均的促进作用,人力资本投资同样有助于区域经济产出的回归系数显著为负。地方政府支出规模增增长但显著性不够稳健,经济开放则不利于区域加不仅有助于地区经济增长,也有助于区域经济经济增长但影响较弱,劳动力市场表现的影响则收敛,表现在地方财政支出比率及其与期初人均较为模糊。产出交互项的回归系数分别为正值和负值,且具与静态数据模型估算结果有所不同,地方有较好的统计显著性。财政支出比率的回归系数虽仍为正值但并不显进一步,我们考察地方政府支出结构对区域著,地方财政支出比率与期初人均产出交互项经济收敛的影响,模型1d给出相应的HAC-的回归系数虽仍为负值但影响力度和显著性均GMM估算结果。其中,物质资本投资比率、人明显有所减弱。这表明,在控制了地区经济增力资本投资、劳动力变量、工业化程度、经济开长的路径依赖以及空间相关性后,我国地方政放度以及地方政府支出结构变量及其与期初人均府支出规模对区域经济增长并不具有显著影响,产出的交互项设定为内生变量,并以这些变量的但有助于区域经济收敛。对于地方政府支出结滞后1期作为工具变量。相应的Hansen检验表构而言,由模型2b的估算结果可以看出,农业明,模型设定同样是可取的。模型1d的估算结支出比重提高对区域经济增长与收敛均具有显果表明,文教科卫支出比重提高不仅对地区经济著的促进作用,文教科卫支出比重提高同样有增长具有显著的促进作用,也有助于显著促进区助于区域经济增长与收敛但影响并不显著,社域经济收敛;行政管理支出比重提高的影响则恰会保障支出和行政管理支出比重提高则不利于恰相反,对区域经济增长与收敛均产生了显著的区域经济增长与收敛但影响同样并不显著。究抑制作用;农业支出和社会保障支出比重对区域其原因,主要在于:20世纪80年代中期以来,经济增长与收敛的影响并不显著。我国地方政府在财政总支出以及农业支出等经(ؽ)ॢࡗଆܙෘࢲݔ济性支出和文教科卫等社会性支出方面采取了静态模型(1)由于忽略了动态数据结构以显著的互补性竞争策略,导致地方政府支出行及空间相关性带来的内生性问题,因而可能存在为呈现出明显的趋同性[18][19],从而有助于区域较大的估算偏误。为此,我们进一步利用阿雷拉经济收敛。但在社会保障和行政管理支出方面诺、博韦尔[16]和布伦德尔、邦德[17]提出的系统则采取了替代性竞争策略[20][21],从而对区域经广义矩估计(SystemGMM)方法估算了动态空济收敛产生了不利影响。间面板数据模型(2)。我们将物质资本投资比率、人力资本投资、劳动力变量、工业化程度、ඹ、ֹٚᆟکܿଆაࢲܒࣜ࠶൬৻ིႋ֥经济开放度以及地方政府支出变量及其与期初人ॴֹაॴൈҵၳ均产出的交互项设定为前定变量。¹Hansen检验以及Arellano-BondAR(1)和AR(2)的检鉴于我国不同地区地方政府行为模式可能存验表明,模型2a和2b的设定总体较为可取。在着较大差异,因此,本节进一步将整个样本划由模型2a和2b可知,滞后1期因变量的回分为东、中、西部三个部分,考察我国地方政府归系数具有很好的统计显著性,表明我国地区经支出规模与结构经济收敛效应的跨地区差异。另济增长存在着明显的路径依赖。我国区域经济增外,改革开放以来,我国财政管理体制经历了两¹我们也尝试将这些变量分别设定为内生变量和外生变量,但估算结果相对较差。由于两步系统GMM存在较为严重的有限样本偏差,本文采用的是一步系统GMM。关于系统GMM的详细介绍,请参阅S1Bond1/DynamicPanelDataModels:
次重大变革,即20世纪80年代中期的财政承包行为模式及其经济收敛效应具有怎样的影响?显制改革和1994年的分税制改革:财政承包制改然,澄清这一问题有助于我们更好地认识和理解革确定了地方政府/剩余占有者0的地位,使额财政管理体制变革对地区经济协调发展的影响。外增长的税收大部分归地方政府支配;1994年为此,我们将整个样本期划分为1986)1993年分税制改革的主要目的在于扭转中央财政在财政和1994)2009年两个子样本期,考察我国地方收入分配中的不利地位,具有较为明显的集权特政府支出规模与结构经济收敛效应的跨时差异。色。那么,这两次重大体制变革对我国地方政府表3给出相应的系统GMM估算结果。і3ֹٚᆟکᆦԛܿଆაࢲܒࣜ࠶൬৻ིႋ֥ॴֹބॴൈҵၳ解释变量东部地区中部地区西部地区1985)1993年间1994)2009年间财政支出比率01087-1185011042-01013-01059030***(01***)(01542)(01262***)(01129)(01060)地方政府支出规模财政支出比率@期初-0101401225-011510100301003影响模型人均产出(01003***)(01075******)(01035)(01020)(01006)Hansen过度识别检验313118203120198159110116663128农业支出比重119396113401566-21889014361064*)(01883***(1)(01728)(01000***)(01375)文教科卫支出比重-01950-311110130201088(dropped)***(01354)(01609***)(01799)(01170)社会保障支出比重-01016-0180211188-01016(dropped)(01433)(01687)(01806)(01258)行政管理支出比重017513184201202-01251(dropped)地方政府***(01784)(01807)(01298)(01197)支出结构农业支出比重@期初-01248-01820-01068-01068影响模型人均产出(dropped)**(01126)(01115***)(01095)(01049)文教科卫支出比重@0113101424-0105001131-01007期初人均产出(01041******)(01082)(01108)(01000***)(01022)社会保障支出比重@0101401112-0115901011期初人均产出(dropped)(01052)(01088)(01109)(01033)行政管理支出比重@-01064-01468-0101701034期初人均产出(dropped)(01092)(01101***)(01043)(01025)Hansen过度识别检验10818897176104139205126384194注*:、**和***分别表示在10%、5%和1%的置信度上显著,括号中的数值为标准差,dropped意味着因多重共线性而被删除。限于篇幅,略去了控制变量的估算结果。 由表3可以看出,一方面,我国地方政府支经济增长与收敛具有显著的促进作用,但不同的出规模与结构对区域经济增长与收敛的影响具有是,文教科卫支出比重显著抑制了经济增长与收明显的跨地区差异:东部地区和西部地区地方政敛,而且中部地区的行政管理支出比重有助于经府支出规模增加对经济增长与收敛具有显著的促济增长与收敛,西部地区政府支出结构对经济增进作用,中部地区地方政府支出规模增加对经济长与收敛则不具有显著影响。另一方面,自增长与收敛则具有显著的抑制作用;与全国情况1994年进行分税制改革以来,伴随着我国地方相同,东部地区和中部地区农业支出比重增加对政府财政支出竞争的总体弱化[22],地方政府支)110)
出规模与结构对区域经济增长与收敛的影响总体不显著。进一步的研究还表明,我国地方政府支上并不显著。这表明,具有较强财政集权特色的出规模与结构对区域经济增长与收敛的影响具有分税制改革在促进我国区域经济协调发展方面并明显的跨地区和跨时差异:东西部地区政府支出未充分发挥作用。原因很可能在于,收入权力的规模扩大有助于区域经济增长与收敛,中部地区过分集中以及不合理的中央转移支付结构致使我政府支出规模扩大则不利于区域经济增长与收国地方财力存在明显差异,从而制约了地方公共敛;东中部地区农业支出比重提高对经济增长与服务的均衡发展[23],不利于区域经济收敛。收敛具有显著的促进作用,文教科卫支出比重提高则显著抑制了经济增长与收敛,西部地区政府、ࢲંࠣᆟҦࡹၰ支出结构对经济增长与收敛则不具有显著影响;1994年分税制改革以来,伴随着地方财政支出本文以1985)2009年间我国省级面板数据竞争的总体弱化,地方政府支出规模与结构对区为基础,利用静态面板数据模型、动态空间面板域经济增长与收敛影响的显著性明显减弱。数据模型和广义矩估计的方法系统考察了我国地上述结论对于规范我国地方政府行为,实现方政府支出规模扩大与结构对区域经济增长与收地方政府职能优化,更好地促进区域经济协调发敛的影响及其跨地区和跨时差异。展具有重要意义。为了更好地发挥地方政府在促研究表明,在控制了地区经济增长的路径依进我国经济协调发展中的积极作用,中央政府应赖以及空间相关性后,我国地方政府支出规模扩积极深化我国财政管理体制改革,合理安排政府大对区域经济增长不具有显著影响,但显著促进间财政收支责任,优化中央财政转移支付结构,了区域经济收敛,农业支出比重提高对区域经济促进地区间财力更加均衡。同时也应积极鼓励在增长与收敛均具有显著的促进作用,文教科卫支地区之间开展良性竞争,以充分发挥财政竞争机出比重提高同样有助于区域经济增长与收敛但影制对地方政府的激励和约束作用,更好地矫正地响并不显著,社会保障支出和行政管理支出比重方政府扭曲性行为。提高则不利于区域经济增长与收敛但影响同样并ҕॉ໓ང[1] 林毅夫、蔡昉、李周:5中国经济转型的地区差距分析6,载5经济研究6,1998(10);贾俊雪、郭庆旺:5中国区域经济趋同与差异分析6,载5中国人民大学学报6,2007(5);周业安、章泉:5参数异质性、经济趋同与中国区域经济发展6,载5经济研究6,2008(1)。[2] 林毅夫、刘培林:5经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响6,载5中国社会科学6,2003(4)。[3] 王小鲁、樊纲:5中国地区差距的变动趋势和影响因素6,载5经济研究6,2004(1)。[4] 徐现祥、舒元:5中国省区经济增长分布的演进6,载5经济学(季刊)6,2004(3)。[5][13] 郭庆旺、贾俊雪:5中国区域经济趋同与差异的因素贡献分析6,载5财贸经济6,2006(2)。[6] Lin,JustinYifuandLiu,Zhiqiang./-velopmentandCulturalChange,2000,49;Jin,Hehui,Qian,./RegionalDecentralizationandFiscalIncentives:Federalism,,2001;朱恒鹏:5分权化改革、财政激励和公有制企业改制6,载5世界经济6,2004(12);贾俊雪、郭庆旺:5政府间收支责任安排的地区经济增长效应:实证研究6,载5经济研究6,2008(6)。[7][8] 王永钦、张晏、章元、陈钊、陆铭:5中国的大国发展道路)))论分权式改革的得失6,载5经济研究6,2007(1)。[9] 张晏、龚六堂:5分税制改革、财政分权与中国经济增长6,载5经济学(季刊)6,2006(1)。[10][14][16] Arellano,M.,./,1995,68.[11][15][17] Blundell,./InitialConditionsandMomentRestrictionsinDynamicPanelData)111)
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